消失的信號：業(yè)績補償承諾到期前后的商譽減值研究

鄧茜丹，辛清泉

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

一、引言

會計信息能夠幫助投資者做出決策，提供關(guān)于管理者經(jīng)營的有用信息。企業(yè)財務(wù)報表相關(guān)使用者出于各自的目的都對會計信息有所需求[1-2]。高質(zhì)量的會計信息有助于利益相關(guān)者了解公司的資金使用和經(jīng)營業(yè)績的真實情況，能更好地監(jiān)督管理者，發(fā)揮會計信息的治理功能[3]。然而，在現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度下，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離產(chǎn)生了管理者代理問題[4]，這使得管理者在公司實際經(jīng)營過程中面臨會計選擇時可能會投機性地進行自由裁量，從而扭曲會計信息，導(dǎo)致財務(wù)信息質(zhì)量降低，使得本身處于信息劣勢的外部企業(yè)利益相關(guān)者更加難以依靠會計信息做出決策。鑒于會計信息質(zhì)量的重要性，相關(guān)法律法規(guī)對管理者涉嫌造假、違規(guī)披露會計信息等問題設(shè)置了嚴重的處罰條款，一旦管理者遭受處罰，不僅聲譽受損，更有甚者會遭受牢獄之災(zāi)，因此，雖然管理者有損害公司利益的自利動機，但前提條件是不能被發(fā)現(xiàn)，因為法律處罰對其有較大的威懾力。所以，當(dāng)管理者做出會計選擇時，如果存在一個信號可以被股東、債權(quán)人及其他報表使用者捕捉到，而且該信號具有外部可驗證性，能夠幫助處于信息劣勢的財務(wù)報表使用者去驗證管理者的會計選擇是否符合會計事實，那么出于免于被處罰的考慮，管理者就可能不會投機性地進行會計選擇，而是如實地披露財務(wù)信息；相反，如果沒有信號，財務(wù)報表使用者無法驗證管理者的會計選擇是否符合會計事實，那么管理者就可能會投機性地進行會計選擇，策略性地披露財務(wù)信息。也就是說，在有信號和沒有信號時，管理者的會計選擇行為可能會不一致，這將會直接影響其披露的會計信息質(zhì)量，那么管理者的會計選擇行為是否會因為信號的存在與消失而不同？這其中的作用機制是什么？這是一個重要且有趣的研究話題，本文擬通過研究來回答以上兩個問題。

商譽后續(xù)計量的處理方法改為減值測試后，是否計提減值對管理者來說是一個會計選擇。由于商譽減值會減少公司凈利潤，一旦發(fā)生大規(guī)模數(shù)額的商譽減值，則會嚴重影響上市公司的當(dāng)期業(yè)績，而管理者的利益通常與公司業(yè)績掛鉤，因此出于自身利益的考慮，管理者有動機對商譽減值進行干預(yù)[5-7]，并且由于商譽減值的減值測試過程比較復(fù)雜，公允價值估計的不可驗證性使得管理者所做出的計提商譽減值的相關(guān)決策是否符合會計事實難以被外部利益相關(guān)者驗證，因此當(dāng)計提商譽減值時，管理者很有可能會進行投機性的自由裁量，從而導(dǎo)致財務(wù)報告的信息質(zhì)量降低[8]。但是，由于商譽反映的是并購標(biāo)的未來的超額盈利能力，如果并購標(biāo)的未來的超額盈利能力下降，管理者就應(yīng)該計提商譽減值。因此，如果財務(wù)報表外部使用者能知道被并購標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績情況，就可以驗證管理者計提商譽減值的決策是否符合會計事實。

本文可能的貢獻主要在于以下幾個方面：第一，本文以業(yè)績補償承諾期間與到期之后的商譽減值計提概率、金額變化為場景研究信號影響管理者計提商譽減值的會計選擇的作用，為信號影響管理者的會計選擇的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。第二，現(xiàn)有研究主要以上市公司的市值賬面比小于1作為減值跡象[6]，而本文則是從被并購標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績?nèi)胧謥砼袛嗌套u減值風(fēng)險。第三，本文研究具有外部可驗證性的信號對管理者機會主義行為的約束作用，豐富了信號約束功能方面的文獻。

二、文獻綜述

(一)業(yè)績補償承諾的信號作用

業(yè)績補償承諾是并購交易雙方針對并購標(biāo)的未來收益的不確定性而簽訂的一種合約[9]。附加承諾的目的是傳遞信號，起到降低公司內(nèi)部與外部之間信息不對稱程度的作用[10-11]。許多研究發(fā)現(xiàn)了業(yè)績補償承諾的積極作用，如業(yè)績補償承諾對高管具有激勵作用，有利于被投資方短期經(jīng)營業(yè)績的提高[12]。潘愛玲等也研究發(fā)現(xiàn)，簽訂業(yè)績補償協(xié)議有助于標(biāo)的企業(yè)管理層明確未來的經(jīng)營目標(biāo)，業(yè)績補償承諾對并購后標(biāo)的企業(yè)業(yè)績的提升具有激勵效應(yīng)[13]。由于簽訂業(yè)績補償承諾降低了雙方在交易中的信息不對稱程度，抑制了標(biāo)的資產(chǎn)的“高估值”，因此業(yè)績補償承諾在一定程度上可以保護中小股東的利益[14]。在并購交易中引入業(yè)績補償承諾機制，標(biāo)的資產(chǎn)的出讓方可以向購買方傳遞有關(guān)預(yù)期標(biāo)的公司未來經(jīng)營良好的信息，可以有效降低公司管理者與外部投資者之間的信息不對稱程度，從而有利于降低好公司的并購交易成本，同時又有助于收購方提高對標(biāo)的公司的選擇能力和風(fēng)險判斷能力，最終達到提升并購效率的效果[9,15]。李旎等研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績補償承諾機制表現(xiàn)出了積極的市場反應(yīng)，并購方在公告期間的超額收益與業(yè)績補償承諾的樂觀程度正相關(guān)[16]。另外，也有研究指出業(yè)績補償承諾具有負面效應(yīng)，如業(yè)績補償承諾會誘發(fā)上市公司的盈余管理行為[17-19]。謝欣靈認為，我國的業(yè)績補償承諾制度扭曲了市場價格的形成機制，從而損害了中小投資者的利益[20]。王軍輝等通過對比分析并購項目各個業(yè)績實現(xiàn)期的業(yè)績達成率情況指出，我國上市公司并購重組過程中存在著“高”業(yè)績補償承諾的現(xiàn)象[21]。王競達和范慶泉也研究發(fā)現(xiàn)，高業(yè)績補償承諾的并購項目獲得了“高估值”，同時在資產(chǎn)交易時產(chǎn)生了“高溢價”[22]。雖然業(yè)績補償承諾有不足之處，但是其傳遞信息的信號作用是存在的。

(二)商譽減值的影響因素

基于公允價值估計的減值測試包括許多假設(shè)條件，新準(zhǔn)則給予了管理者計提商譽減值時較大的自由裁量權(quán)，從而使得商譽減值不可驗證。Beatty和Weber研究發(fā)現(xiàn)，在SFAS142準(zhǔn)則出臺前后，管理者表現(xiàn)出了對商譽減值的加速與推遲確認的自由裁量權(quán)，管理者的代理動機會影響管理者計提商譽減值的會計選擇[5]。商譽減值測試是對未來現(xiàn)金流量現(xiàn)值和賬面價值的比較，準(zhǔn)則制定者認為其能夠傳遞更多關(guān)于公司現(xiàn)金流方面的私有信息。Ramanna和Watts檢驗了存在減值跡象的公司沒有減值的原因，但并未發(fā)現(xiàn)有傳遞公司私有信息的動機，而是發(fā)現(xiàn)了代理動機會影響管理者計提商譽減值的選擇，具體影響因素有CEO薪酬、CEO聲譽和債務(wù)契約違約風(fēng)險[6]。此外，一些研究結(jié)果表明，審計師的獨立性也會影響披露商譽減值的可能性，審計師被解雇的概率與支持商譽減值的決策負相關(guān)[23-24]。Chen等基于分析師的角度研究發(fā)現(xiàn)，盡管分析師將商譽減值的信息納入了預(yù)測，但預(yù)測的準(zhǔn)確度仍然在降低，預(yù)測的分散度仍然在提高，這表明管理者在計提商譽減值時行使了自由裁量權(quán)[25]。Li和Sloan研究發(fā)現(xiàn)，受管理者自由裁量權(quán)的影響，商譽減值計提的及時性不能保證，從而導(dǎo)致商譽在資產(chǎn)負債表上數(shù)額巨大，一旦發(fā)生減值，則很有可能出現(xiàn)業(yè)績暴雷風(fēng)險[26]。Gu和Lev認為，商譽發(fā)生減值的根本原因是買方在收購標(biāo)的資產(chǎn)時發(fā)行的股票定價過高[27]。Li等也研究發(fā)現(xiàn)，商譽發(fā)生減值的原因是先前收購時并購方對被并標(biāo)的資產(chǎn)的超額支付[28]。Filip等研究發(fā)現(xiàn)，管理者會通過真實盈余管理活動調(diào)高公司本期現(xiàn)金流，以達到推遲或不計提商譽減值的目的[29]。盧煜和曲曉輝研究發(fā)現(xiàn)，管理者計提商譽減值時受盈余平滑動機和“洗大澡”動機的影響，會超額計提商譽減值，同時還受到企業(yè)業(yè)績、監(jiān)督機制、管理者特征以及債務(wù)與薪酬契約等因素的影響[30]。Sapkauskiene等從宏觀角度研究發(fā)現(xiàn)，管理者會擇時計提商譽減值，在經(jīng)濟下行時期會多計提商譽減值，以為將來經(jīng)濟復(fù)蘇預(yù)留更大的增長空間[31]。綜上，由于商譽減值具有不可驗證性，因此管理者有較大的自由裁量權(quán)，代理動機確實會影響管理者計提商譽減值的行為。

通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻我們發(fā)現(xiàn)，已有研究雖然發(fā)現(xiàn)了商譽減值測試中管理者有代理動機，但沒有深入分析影響管理者選擇或放棄投機性地進行會計選擇的原因以及其中的機制。另外，大多文獻認為信號具有信息傳遞功能，但關(guān)于信號能否約束管理者機會主義行為方面鮮有研究涉及。本文擬通過檢驗信號對管理者會計選擇的作用來揭示會計信息外部可驗證性的重要性，以豐富信號對管理者會計選擇作用的相關(guān)研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)信號與管理者計提商譽減值的會計選擇

由于基于公允價值估計的減值測試包括許多假設(shè)條件，涉及的很多參數(shù)都是由管理者提供的，從而導(dǎo)致商譽減值不具有外部可驗證性，因此管理者計提商譽減值時擁有較大的自由裁量權(quán)，管理者做出是否計提商譽減值決策時會受到代理動機的影響[5-7]。商譽減值測試方法被詬病的根源在于其操作的復(fù)雜性，給予了管理者較大的自由裁量權(quán)，從而導(dǎo)致商譽減值信息的外部可驗證性降低。如果財務(wù)報表使用者可以通過一個信號去驗證管理者計提商譽減值的決策是否符合會計事實，那么出于免于被處罰的考慮，管理者就不會投機性地計提商譽減值。我國2008年發(fā)布的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》將業(yè)績補償承諾制度引入并購重組交易中，在業(yè)績補償承諾期間標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績完成情況由獨立審計師進行專項審核并單獨披露。另外，根據(jù)我國2018年發(fā)布的《會計監(jiān)管風(fēng)險提示第8號——商譽減值》文件，并購標(biāo)的未實現(xiàn)業(yè)績補償承諾是商譽的一個重要減值跡象。因此，在業(yè)績補償承諾期間，根據(jù)上市公司披露的標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績補償承諾實現(xiàn)情況信息，財務(wù)報表外部使用者可以明確觀察到商譽是否需要計提減值的信號，此時管理者計提商譽減值的會計選擇的外部可驗證性增強，其自由裁量權(quán)減小，即當(dāng)商譽發(fā)生減值時，管理者不可避免地會計提商譽減值。在業(yè)績補償承諾期滿之后，獨立審計師不再對標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績進行專項審核并單獨披露，雖然上市公司會在年報的“主要控股參股公司分析”欄目中披露重要子公司的業(yè)績信息，但是該業(yè)績信息湮沒在年報眾多信息之中，而且沒有相應(yīng)的承諾業(yè)績作比較。也就是說，當(dāng)業(yè)績補償承諾期滿之后，商譽是否需要計提減值的明確信號消失了，此時商譽減值的外部可驗證性降低，管理者的自由裁量權(quán)變大，出于自身利益的考慮，即使被并標(biāo)的資產(chǎn)的超額盈利能力下降，管理者也不會計提商譽減值。因此，本文認為相較于有信號時，信號消失后商譽減值的計提概率和金額會下降。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1:具有外部可驗證性的信號對管理者計提商譽減值的會計選擇有正向作用，業(yè)績補償承諾期間管理者計提商譽減值的概率及金額顯著高于業(yè)績補償承諾到期之后。

(二)信號、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與管理者計提商譽減值的會計選擇

相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)與政府有著天然聯(lián)系，在多數(shù)情況下國有企業(yè)通常需要服務(wù)于國家的宏觀調(diào)控政策以及擔(dān)負起穩(wěn)定地區(qū)經(jīng)濟秩序的職能，為政府承擔(dān)起一定的社會責(zé)任，因此國有企業(yè)通常兼具盈利與非盈利目標(biāo)的雙重性質(zhì)[32]。由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)不同，因此不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中管理者的會計選擇行為也可能不同。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)中管理者的業(yè)績壓力較小，所以從理論上講，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理者有較小的動機對商譽減值計提進行干預(yù)。如果信號對管理者會計選擇的作用機制是因為約束了管理者的機會主義行為，那么當(dāng)被并標(biāo)的資產(chǎn)業(yè)績下滑、超額盈利能力下降、商譽有減值風(fēng)險時，由于非國有企業(yè)更看重業(yè)績，因此在信號消失之后管理者會利用自由裁量權(quán)降低計提商譽減值的概率。由此，本文認為信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用在非國有企業(yè)中更強。另外，相較于標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較高的情況，當(dāng)標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時，管理者在做出計提商譽減值會計選擇方面的自由裁量權(quán)更大。由此，本文認為信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中的差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時更顯著。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H2：與國有企業(yè)相比，信號對管理者計提商譽減值的正向作用在非國有企業(yè)中更強，并且這種差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時更顯著。

(三)信號、公司治理與管理者計提商譽減值的會計選擇

管理者的代理問題源于現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度下的兩權(quán)分離，管理者在經(jīng)營過程中為了追求自身利益最大化，可能會做出損害公司利益的行為[4]。一般來講，治理越好的公司，管理者的代理動機越難有發(fā)揮的空間，如果公司的治理機制能有效地監(jiān)督管理者，那么即使管理者有機會主義動機，也會受到阻礙。例如，現(xiàn)代企業(yè)中的大股東持股比例、獨立董事等有效的內(nèi)部制度安排和外部的法律保護、審計師的獨立審計營造的良好內(nèi)外部治理環(huán)境都可以對管理者起到有效的監(jiān)督作用。Knauer和W?hrmann研究發(fā)現(xiàn)，法律環(huán)境、投資者保護可以在不同程度上限制管理者的自由裁量權(quán)，從而提高了商譽減值信息的可靠性[33]。因此，在治理較好的公司，管理者的自由裁量權(quán)會受到限制，無論是否有信號，其對商譽減值計提的干預(yù)能力都較弱，所以從理論上來講，如果信號對管理者會計選擇的作用機制是因為約束了管理者的機會主義行為，那么信號對商譽減值的作用應(yīng)該在公司治理水平較低的樣本中更顯著。另外，相較于標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較高的情況，當(dāng)標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時，管理者在做出計提商譽減值會計選擇方面的自由裁量權(quán)更大。因此，本文認為信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用在公司治理水平高和公司治理水平低的樣本中存在差異，而且這種差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時更顯著。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H3：與公司治理水平更高的樣本相比，信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用在公司治理水平較低的樣本中更顯著，并且這種差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低時更顯著。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2017年完成重大資產(chǎn)重組并且簽訂了業(yè)績補償承諾協(xié)議的A股上市公司為初始樣本，篩選出在業(yè)績補償承諾期間業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)的樣本，以及在全部業(yè)績補償承諾期間業(yè)績補償承諾均實現(xiàn)，且業(yè)績補償承諾到期之后5年內(nèi)每一期標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績均未超過最后一期承諾的業(yè)績的樣本作為研究樣本。同時，本文剔除了借殼上市的樣本，僅保留上市公司為并購方的樣本。本文使用的商譽數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，業(yè)績補償承諾數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫。部分缺失數(shù)據(jù)在上市公司公布的業(yè)績補償承諾公告和披露的年報中通過手工查找方式補齊。在剔除了數(shù)據(jù)缺失的樣本后，本文最終獲得的樣本數(shù)為600個并購標(biāo)的數(shù)據(jù)。為消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%的Winsorize處理。

表1 樣本的年度分布

表1報告了業(yè)績補償承諾期間以及業(yè)績補償承諾期滿之后樣本的年度分布。由表1報告的結(jié)果可知:業(yè)績補償承諾期間的樣本主要分布在2015—2018年；業(yè)績補償承諾期滿之后的樣本主要分布在2017—2019年，且集中在2018—2019年，比例之和超過75%。

(二)變量定義

1.商譽減值。本文同時采用虛擬變量和連續(xù)型變量兩種形式對商譽減值進行衡量。GWI_D表示管理者在第t年是否計提商譽減值，若計提商譽減值，則取值為1，否則為0。GWI_LNA為在第t年計提的商譽減值損失金額+1的自然對數(shù)。

2.信號。樣本在業(yè)績補償承諾期間取1，在業(yè)績補償承諾期滿之后取0。

3.其他影響因素。參考Beatty和Weber、Ramana和Watts、Hayn和Hughes等的研究[5-6,34]，本文選取公司業(yè)績、盈余管理動機、債務(wù)與薪酬契約、高管特征以及標(biāo)的資產(chǎn)業(yè)績補償承諾實現(xiàn)程度五個方面的指標(biāo)。采用年度股票收益率(RET)、營業(yè)收入增長率(GROWTH)、總資產(chǎn)報酬率(ROA)來衡量公司業(yè)績；采用“洗大澡”動機(BATH)和盈余平滑動機(SMOOTH)來衡量盈余管理動機；采用資產(chǎn)負債率(LEV)來衡量債務(wù)契約;采用管理者持股比例(MSHARE)來衡量股權(quán)激勵薪酬契約；采用董事長或總經(jīng)理變更(CEOTURNOVER)和高管任職期限(TENURE)來衡量高管特征；采用業(yè)績補償承諾實現(xiàn)程度(PROPMI)來衡量商譽減值風(fēng)險。

4.控制變量。本文選擇總資產(chǎn)的自然對數(shù)(SIZE)、市值賬面比(MTB)、商譽期初余額(GW)、營業(yè)收入(SALE)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(GOV)、機構(gòu)投資者持股(INST)、并購交易支付方式(PAYMED)作為控制變量。

5.調(diào)節(jié)變量。本文選擇第一大股東持股比例(LARGEST)、前三大股東持股比例的Herfindahl指數(shù)(HFD3)、分析師跟蹤人數(shù)的自然對數(shù)(LN_ANALYSTS)和審計收費的自然對數(shù)(AUDITFEE)作為公司治理的衡量變量。

表2 變量定義

(三)模型設(shè)定

參考Beatty和Weber、Ramanna和Watts的研究[5-6]，本文構(gòu)建模型(1)檢驗信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用，構(gòu)建模型(2)用于通過產(chǎn)權(quán)性質(zhì)檢驗信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用機制，構(gòu)建模型(3)用于通過公司治理機制檢驗信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用機制。被解釋變量為商譽減值啞變量(GWI_D)時，采用Logit模型進行擬合；被解釋變量為商譽減值連續(xù)變量(GWI_LNA)時，采用Tobit模型進行擬合。

GWI_Dit/GWI_LNAit=α0+α1SGit+α2PROPMIit+α3RETit+α4GROWTHit+α5ROAit+α6BATHit+α7SMOOTHit+α8LEVit+α9MSHAREit+α10CEOTURNOVERit+α11TENUREit+α12SIZEit+α13MTBit+α14GWit+α15SALEit+α16GOVit+α17INSTit+α18PAYMEDit+YEARit+INDit+εit

(1)

GWI_Dit/GWI_LNAit=α0+α1SGit+α2GOVit+α3(SG×GOVit)+α4CONTROLSit+YEARit+INDit+εit

(2)

GWI_Dit/GWI_LNAit=α0+α1SGit+α2LARGESTit/LN_ANALYSTSit+α3(SG×LARGESTit/LN_ANALYSTSit)+α4CONTROLSit+YEARit+INDit+εit

(3)

五、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表3中結(jié)果可知，被解釋變量商譽減值啞變量(GWI_D)的均值為0.428，表明計提了商譽減值的樣本占比為42.8%。信號(SG)的均值為0.587，表明58.7%的樣本是在業(yè)績補償承諾期間。年度股票收益率(RET)的均值為-0.119，最小值為-0.711，最大值為2.278，表明觀測樣本中各個上市公司的股票收益率存在較大差異。營業(yè)收入增長率(GROWTH)的均值為0.239，最小值為-0.643，最大值為2.602，總資產(chǎn)報酬率(ROA)的均值為-0.049，最小值為-0.860，最大值為0.115，表明樣本中各個上市公司的業(yè)績回報存在較大差異。代表盈余管理的“洗大澡”動機(BATH)和盈余平滑動機(SMOOTH)的均值分別為0.257和0.155。資產(chǎn)負債率(LEV)的平均值為0.412，管理者持股數(shù)(MSHARE)的平均值為19.8%，發(fā)生高管變更(CEOTURNOVER)的樣本占總樣本的27.3%，

高管平均任職年限(TENURE)為5.822年。在控制變量方面，業(yè)績補償承諾實現(xiàn)程度(PROPMI)的均值為1.279，中位數(shù)為0.516，最小值為0.006，最大值為14.629，表明樣本中各個上市公司間業(yè)績補償承諾實現(xiàn)情況的差異較大。商譽占期初總資產(chǎn)比例(GW)的平均值為16.7%，最高達96.1%，占比非常大；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(GOV)為國有的樣本占比為10.3%。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

表4報告了業(yè)績補償承諾期間與業(yè)績補償承諾到期之后商譽減值樣本占比情況。按照業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例的高低，本文將全部樣本劃分為12組，間隔是15%。由表4中的結(jié)果可知，在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低組，如0～0.15、0.15～0.3、0.3～0.45這些組，相較于業(yè)績補償承諾到期之后，在業(yè)績補償承諾期間管理者計提商譽減值的概率更高，而隨著業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例的逐漸增大，在業(yè)績補償承諾期間和期滿之后管理者計提商譽減值的概率差異逐漸縮小。

(二)回歸結(jié)果分析

表5是信號與會計選擇(商譽減值)的回歸結(jié)果。信號(SG)與商譽減值啞變量(GWI_D)和商譽減值連續(xù)變量(GWI_LNA)之間的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明業(yè)績補償承諾信號對管理者計提商譽減值的會計選擇行為具有正向作用，這與H1的預(yù)測一致?！跋创笤琛眲訖C(BATH)的回歸系數(shù)顯著為正，表明虧損公司的管理者有利用商譽減值進行“洗大澡”的動機[35-36]。營業(yè)收入增長率(GROWTH)的回歸系數(shù)為負且顯著，表明有業(yè)績壓力公司的管理者更不愿意計提商譽減值[31]。此外，業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)的比例(PROPMI)越高，計提商譽減值的可能性就越大[37]。商譽占總資產(chǎn)的比例(GW)越高，商譽減值的金額越大，這與已有研究[6,38]相吻合。研究結(jié)論支持H1。

表4 業(yè)績補償承諾到期前后商譽減值的描述性統(tǒng)計

(三)進一步分析

為了進一步檢驗信號影響管理者會計選擇(商譽減值)的機制，本文在回歸模型中加入了信號(SG)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(GOV)的交乘項(SG×GOV)。根據(jù)前文的理論分析，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的管理者對計提商譽減值進行干預(yù)的動機較小，信號對商譽減值的影響在非國有企業(yè)中更強。從表6的回歸結(jié)果中可以看出，列(2)和列(4)中SG×GOV的系數(shù)分別為-1.925和-12.118，均在5%的水平上顯著，說明相較于國有企業(yè)，信號對商譽減值的正向影響在非國有企業(yè)中更強，證明了信號對管理者會計選擇(商譽減值)的作用機制是因為具有外部可驗證性的信號約束了管理者的機會主義行為。研究結(jié)論支持H2。

接下來，本文按照業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例是否高于20%(1)我國2008年發(fā)布的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》第五十四條規(guī)定，業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例低于20%時，標(biāo)的資產(chǎn)的盈利能力尚可。因此，本文以20%為界限，將樣本分為業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)高組與業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)低組，業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例小于20%為低組，業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例大于20%為高組。將樣本分為高、低兩組，業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例小于20%為低組，且分組變量(GROUP)取值為0；業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例大于20%為高組，且分組變量(GROUP)取值為1。表7是業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例分組變量(GROUP)與SG×GOV交乘項的回歸結(jié)果。如表7所示，列(1)中業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例分組變量(GROUP)與SG×GOV交乘項(SG×GOV×GROUP)的回歸系數(shù)為16.517，在1%的水平上顯著；列(2)中交乘項(SG×GOV×GROUP)的回歸系數(shù)不顯著，說明信號對管理者計提商譽減值的會計選擇的作用在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中的差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低組中更顯著。研究結(jié)論部分支持了H2。

表8是信號、公司內(nèi)外部治理機制與商譽減值的回歸結(jié)果。本文以第一大股東持股比例(LARGEST)作為股權(quán)集中度的代理變量來衡量公司內(nèi)部治理機制，以分析師跟蹤人數(shù)(LN_ANALYSTS)來衡量公司外部治理機制。良好的內(nèi)外部公司治理可以有效緩解公司的代理問題，即如果股東可以有效地監(jiān)督管理者，那么即使管理者不愿意計提商譽減值，管理者的自由裁量權(quán)也會較小，也無法過多地干預(yù)計提商譽減值；同樣地，如果分析師跟蹤人數(shù)較多，管理者的自由裁量權(quán)也會較小，也無法過多地干預(yù)計提商譽減值。從表8的結(jié)果中可以看到，列(1)和列(2)中信號(SG)與第一大股東持股比例(LARGEST)交乘項(SG×LARGEST)的回歸系數(shù)分別為-8.967和-49.568，且均在1%的水平上顯著，而列(3)和列(4)中信號(SG)與分析師跟蹤人數(shù)(LN_ANALYSTS)交乘項(SG×LN_ANALYSTS)的回歸系數(shù)不顯著。研究結(jié)論部分支持了H3。

表5 信號與會計選擇(商譽減值)

表6 信號、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與商譽減值

表7 信號、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與商譽減值分組檢驗

表8 信號、公司內(nèi)外部治理機制與商譽減值

表9 信號、公司內(nèi)外部治理機制與商譽減值分組檢驗

表9列示了信號、公司治理與業(yè)績補償承諾實現(xiàn)比例高、低組交乘的回歸結(jié)果。如表9所示，交乘項(SG×LARGEST×GROUP)與商譽減值連續(xù)變量(GWI_LNA)的回歸系數(shù)為112.526，在5%的水平上顯著，說明信號對商譽減值的正向作用在公司治理水平高和公司治理水平低的企業(yè)中的差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例較低組中更顯著。研究結(jié)論部分支持了H3。

表10 Heckman第二階段回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

為了緩解由并購交易雙方是否簽訂業(yè)績補償承諾協(xié)議可能導(dǎo)致的自選擇問題[13]，本文采用Heckman兩階段模型進行穩(wěn)健性檢驗。首先，選擇適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞窟M行第一階段回歸。通常情況下，并購標(biāo)的的股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例(RATIO)越高，并購方要求被并方簽訂業(yè)績補償承諾協(xié)議的概率越高，而并購標(biāo)的的股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例大小與并購產(chǎn)生的商譽后續(xù)減值問題不相關(guān)。因此，本文選擇并購標(biāo)的股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例(RATIO)作為工具變量，將并購交易雙方是否簽訂業(yè)績補償協(xié)議作為被解釋變量，并控制相關(guān)變量，建立模型進行Probit回歸，計算逆米爾斯指數(shù)(IMR)。然后，本文將計算得到的逆米爾斯指數(shù)(IMR)代入相應(yīng)模型進行第二階段回歸。如表10所示，IMR的系數(shù)不顯著，表明不存在自選擇問題，說明簽訂業(yè)績補償承諾協(xié)議對商譽減值是外生變量，不存在內(nèi)生性問題。在控制IMR之后，信號(SG)的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，說明本文所得結(jié)論基本穩(wěn)健。

(二)其他檢驗

本文還做了其他穩(wěn)健性測試：(1)采用LPM模型重新對Logit模型的實證部分進行檢驗,回歸結(jié)果保持一致。(2)變更被解釋變量的衡量方式，用總資產(chǎn)、營業(yè)收入分別作為平減標(biāo)準(zhǔn)，用商譽減值金額除以期末總資產(chǎn)、商譽減值金額除以營業(yè)收入分別構(gòu)建商譽減值連續(xù)性指標(biāo)(GWI_A)和(GWI_S)來衡量商譽減值規(guī)模大小，回歸結(jié)果與前文基本保持一致。(3)將公司治理變量中第一大股東持股比例(LARGEST)和分析師跟蹤人數(shù)的自然對數(shù)(LN_ANALYSTS)替換為前三大股東持股比例的Herfindahl指數(shù)(HFD3)和審計收費的自然對數(shù)(AUDITFEE)重新進行檢驗，結(jié)果基本沒有變化。(4)刪除主板上市的樣本重新進行檢驗，回歸結(jié)果仍然支持研究結(jié)論。(5)改變業(yè)績補償承諾到期之后的樣本數(shù)，分別考察業(yè)績補償承諾到期后的1年內(nèi)、2年內(nèi)、3年內(nèi)標(biāo)的資產(chǎn)的業(yè)績與最后一期承諾的業(yè)績，結(jié)果基本沒有變化。以上結(jié)果說明本文所得結(jié)論是穩(wěn)健的。

七、結(jié)論性評述

本文以2007—2017年完成重大資產(chǎn)重組且簽訂了業(yè)績補償承諾協(xié)議的A股上市公司為研究樣本，通過比較業(yè)績補償承諾到期前后商譽減值計提概率及金額的變化，研究了信號對管理者會計選擇的作用。研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績補償承諾期間商譽減值計提的概率及金額顯著高于業(yè)績補償承諾到期之后，表明信號對管理者的會計選擇具有正向作用。進一步地，本文基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和公司治理檢驗信號影響管理者計提商譽減值的機制，發(fā)現(xiàn)信號對管理者計提商譽減值的作用在非國有企業(yè)中更顯著，并且國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例低組中更顯著。另外，信號對管理者計提商譽減值的正向作用在股權(quán)集中度較低組中更顯著，并且股權(quán)集中度高、低組之間的差異在業(yè)績補償承諾未實現(xiàn)比例低組中更顯著。研究結(jié)果說明，信號影響管理者的會計選擇的作用機制是因為具有外部可驗證性的信號能夠約束管理者的機會主義行為，從而影響管理者的會計選擇。

本文的研究結(jié)論證明了會計信息外部可驗證性的重要性，這不僅可以為信號影響會計選擇的相關(guān)研究提供新的經(jīng)驗證據(jù)，同時還發(fā)現(xiàn)具有外部可驗證性的信號可以約束管理者的機會主義行為，豐富了信號約束功能方面的文獻。當(dāng)然，受限于樣本篩選條件，本文的樣本數(shù)較少，這可能會對研究結(jié)論產(chǎn)生一定的影響。未來隨著更多并購重組活動的業(yè)績補償承諾期滿，數(shù)據(jù)會逐漸增加，我們在后續(xù)可以使用更多的數(shù)據(jù)來驗證本文的結(jié)論，也可以從會計信息外部可驗證性的經(jīng)濟后果方面來展開研究。